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La dinámica de corto plazo de la inflación: estimando
una curva de Phillips híbrida neokeynesiana para
Argentina (1993-2007)*
Laura D’Amato
María Lorena Garegnani
Banco Central de la República Argentina
Resumen
En el presente trabajo estimamos una curva de Phillips híbrida neokeynesiana
para Argentina durante el período 1993-2007. Extendemos el modelo empírico
al caso de una economía abierta, considerando separadamente la influencia de
la devaluación nominal y la inflación externa sobre los precios domésticos. Para
la muestra completa, encontramos que la inflación responde tanto a su comportamiento pasado como a las expectativas sobre el futuro. Sin embargo, la importancia relativa de la inflación pasada es mayor. Evaluamos la estabilidad de los
parámetros y encontramos que la misma se rechaza cuando consideramos el
cambio de régimen del año 2002. En línea con la literatura reciente sobre la
dinámica de la inflación, cuando la inflación de tendencia se incrementa, la influencia
de la brecha del producto sobre los precios domésticos se debilita y la inflación
responde más fuertemente a las expectativas sobre el futuro.
Códigos JEL: C5, E31.
Palabras clave: curva de Phillips, dinámica inflacionaria, economía abierta pequeña.
* Las opiniones expresadas en este trabajo son de las autoras y no reflejan necesariamente la visión del
BCRA. Emails: [email protected] y [email protected].
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Short-Run Dynamics of Inflation: Estimating a Hybrid
New-Keynesian Phillips Curve for Argentina
(1993-2007)
Laura D’Amato
María Lorena Garegnani
Central Bank of Argentina
Summary
Assessing the short run dynamics of inflation is a relevant issue for monetary
policy. A distinctive feature of the modeling of inflation dynamics in the short-run
is the introduction of some nominal rigidity in the context of inter-temporal optimizing
behavior by non-competitive forward-looking firms. In these models, built on earlier
work by Taylor (1980) and Calvo (1983), price stickiness could arise for different
reasons. In Calvo’s (1983) setting some sluggishness in price formation could
be obtained by assuming that forward-looking firms face constraints on price adjustment. The empirical relevance of inflation persistence, which imposes costs for
disinflation policies has led to incorporate inflation inertia in these models, in
spite of the theoretical difficulties to justify it. Galí and Gertler (1999) extend the
Calvo’s model, allowing for a portion of the firms to follow a backward-looking
rule to set prices and obtain a “Hybrid New-Keynesian Phillips curve”.
Based on these theoretical grounds, an empirical literature has developed and
many issues related to theoretical and empirical aspects of these models are
currently under debate. Models based on Calvo’s (1983) setting have been
subject to the critique of being quite unrealistic in assuming that firms should
not expect to adjust prices in a finite horizon and it has been suggested that some
truncation should be introduced to add them a quote of realism. The use of the
output gap as a measure of marginal costs has also been questioned for both
theoretical and empirical reasons. Galí and Gertler (1999) suggest using the
aggregate labor income share as a measure of marginal costs instead of the
output gap.
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ESTIMANDO UNA CURVA DE PHILLIPS HÍBRIDA NEOKEYNESIANA PARA ARGENTINA (1993- 2007)
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Recent developments in the modeling of inflation dynamics extend the standard
Neo-Keynesian Phillips curve to allow for a positive trend inflation (see Blake
and Fernández-Corugedo, 2006; Ascari and Ropele, 2007 and Kiley, 2007). In
this context, trend inflation affects the dynamics of the standard Neo-Keynesian
model. As inflation becomes less influenced by current marginal costs, the coefficient
of the output gap lowers. At the same time price setting becomes more forward
looking as does inflation.
Based on this literature we estimate a “Hybrid New-Keynesian Phillips curve” for
Argentina between 1993 and 2007 using the Generalized Methods of Moments
(GMM), which seems to be the appropriate method under rational expectations,
since it is based on the assumption that the error in forecasting inflation by firms
is orthogonal to the available information. Following Galí and Gertler our specification assumes that, while a fraction of the firms are forward-looking, the other
uses a backward-looking rule to set prices. We extend the model to a small open
economy, considering separately the influence of nominal devaluation and foreign
inflation on domestic prices.
Between 1991 and 2001 Argentina was under a currency board scheme (the Convertibility regime), adopted as an attempt to anchor inflation expectations by
fixing the peso to the dollar by law. The new regime was successful in anchoring
inflation expectations, and by 1993 inflation had stabilized at very low levels.
Although this change was perceived as being quite permanent, and inflation remained very low, the fiscal reform was rather incomplete. Monetary financing of
fiscal disequilibrium was replaced to some extent by external financing. Government
and private sector external debt increased over time and began to be perceived
as unsustainable once the economy entered a long recession in 1998. In 2001
an external and financial crises unchained leading to the abandonment of the
Convertibility regime, to a sharp devaluation of the currency and to the adoption
of a managed float. The devaluation of the currency provoked a dramatic change
in relative prices and a jump in the inflation rate, which reached a peak in April
2002. It then returned to low levels, close to those of the Convertibility period,
but began to accelerate slightly by the end of 2004, once the economy entered
a period of strong growth after the prolonged recession in which it had been immersed for several years.
The result of the GMM estimation of the Hybrid New-Keynesian Phillips curve indicate that for the period 1993-2007, both components, forward and backward
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looking are relevant to explain inflation dynamics, although the backward-looking
component weights relatively more. Nominal devaluation and foreign inflation
are also significant to explain domestic inflation behavior, being the response of
inflation to the second more intense. The output gap, although weak, has a significant effect on inflation. We cannot reject verticality of the Phillips curve in the
long run.
Finally, taking into account the new literature on trend inflation and the change
in Argentine trend inflation since 2002, we use recursive estimation to evaluate
the impact of this regime change on the parameters of the Phillips curve which
describes the short run dynamics of inflation during the period 1993-2007. When
testing for parameter stability, we find that, in line with the recent theoretical
literature on trend inflation, there are significant differences in the estimated
parameters between the Convertibility period and the dirty float. While the influence
of the output gap on domestic inflation weakens in the post-Convertibility period,
along with the observed increase in trend inflation, the Phillips Curve becomes
more forward looking compared with the Convertibility period in which trend was
virtually zero.
JEL: C5, E31.
Key words: Phillips Curve, inflation dynamics, small open economy.
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ESTIMANDO UNA CURVA DE PHILLIPS HÍBRIDA NEOKEYNESIANA PARA ARGENTINA (1993- 2007)
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I. Introducción
La evaluación de la dinámica de corto plazo de la inflación es un tópico relevante
para la política monetaria. Una característica distintiva de la modelación de la
dinámica de la inflación en el corto plazo es la introducción de cierta rigidez nominal
en el contexto de un comportamiento optimizador por parte de firmas no competitivas. En estos modelos basados en los trabajos de Fischer (1977), Taylor
(1980) y Calvo (1983), las razones de la rigidez de precios son diversas. En el
modelo de Calvo (1983), las firmas enfrentan restricciones para ajustar precios
en base a sus expectativas sobre la evolución futura de sus costos marginales.
El modelo resultante es una versión neokeynesiana forward-looking de la tradicional
curva de Phillips. La relevancia empírica de la persistencia observada en la
dinámica de la inflación, que impone costos a las políticas de desinflación, ha
conducido a incorporar inercia en estos modelos, a pesar de las dificultades
teóricas para justificar su introducción. Galí y Gertler (1999) extienden el modelo
de Calvo permitiendo que una porción de las firmas siga una regla basada en el
comportamiento pasado de los precios y obtienen una curva de Phillips híbrida
neokeynesiana.
Una vasta literatura empírica se ha dedicado a testear la validez de estos modelos
de formación de precios y varios aspectos teóricos y empíricos de estos modelos
continúan siendo debatidos aún. Los modelos basados en Calvo (1983) han
sido criticados por el supuesto poco realista que las firmas estén sujetas a la posibilidad de no poder ajustar sus precios en horizontes de tiempo eventualmente
muy prolongados. La utilización de la brecha del producto como medida del
costo marginal ha sido, asimismo, cuestionada por razones tanto teóricas como
empíricas. Galí y Gertler (1999) sugieren usar la participación del ingreso laboral
en el ingreso total como una medida del costo marginal en lugar de la brecha
del producto.
Los desarrollos recientes en la modelación de la dinámica de inflación (Blake y
Fernández-Corugedo, 2006; Ascari y Ropele, 2007; y Kiley, 2007) extienden la
versión estándar de la curva de Phillips neokeynesiana que supone una inflación
de tendencia nula en el estado estacionario, permitiendo valores positivos. Al
introducir el supuesto de inflaciones de tendencia positiva, se afecta la dinámica
del modelo neokeynesiano estándar dado que la inflación se ve menos influenciada
por los costos marginales, y ello hace que el coeficiente de la brecha del producto
disminuya. Al mismo tiempo la dinámica de los precios se vuelve más forward
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looking. Una inflación de tendencia positiva también da lugar a un comportamiento
autorregresivo más fuerte, haciendo de la inflación un proceso más persistente.
En este trabajo estimamos una “curva de Phillips híbrida neokeynesiana” para
Argentina en el período 1993-2007. Extendemos el modelo estándar al caso de
una economía pequeña abierta, incorporando el efecto de la devaluación nominal
y la inflación externa en la dinámica de los precios domésticos. Este análisis, si
bien implica un desafío, es bien interesante en el caso de Argentina pues la economía sufrió un quiebre estructural después de la devaluación del peso que siguió
a la crisis financiera y cambiaria de 2001-2002. Es altamente probable que la
dinámica de los precios no resulte ser la misma luego del abandono del régimen
de tipo de cambio fijo al dólar y la adopción de una flotación administrada. Teniendo
en cuenta la nueva literatura sobre la inflación de tendencia y su impacto sobre
la dinámica inflacionaria, evaluamos el impacto de la devaluación del peso de
enero de 2002 en la estabilidad de los parámetros de la curva de Phillips.
La estimación de la versión neokeynesiana de la curva de Phillips se efectuó
siguiendo el Método Generalizado de Momentos (GMM), por ser el apropiado
en un contexto de expectativas racionales, pues se basa en el supuesto de que
el error de pronóstico de la inflación por parte de las firmas es ortogonal al conjunto
de información que las mismas tienen disponible al momento de tomar sus decisiones.
El trabajo está estructurado de la siguiente forma: en la sección II presentamos
brevemente algunos desarrollos teóricos de la modelación de la dinámica de la
inflación. La sección III describe la metodología utilizada para la estimación. En
la sección IV presentamos los resultados empíricos. En la sección V evaluamos
la estabilidad de los parámetros de la curva de Phillips. Finalmente en la sección
VI se concluye.
II. Modelando la dinámica de la inflación
En la versión híbrida de la curva de Phillips propuesta por Galí y Gertler (1999)
la inflación sigue el proceso que se presenta en (1):
π t = φπ t −1 + (1 − φ ) Et (π t +1 ) + δ mct + ε t
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Donde πt es la tasa de inflación en el momento t, Et representa las expectativas
de inflación en t+1 al momento t, mct es el costo marginal y εt es un shock aleatorio.
El supuesto que 0 < φ < 1, implica verticalidad de la curva de Phillips en el largo
plazo. El término de la inflación rezagada introduce cierta persistencia en la determinación de los precios, una característica observada en la dinámica de la inflación
que es difícil de justificar desde un punto de vista teórico. En el trabajo de Calvo,
las firmas operan en un contexto de competencia monopolística y enfrentan ciertas
restricciones en la determinación de precios basada en una regla de ajuste dependiente del tiempo. Más específicamente, las firmas enfrentan una probabilidad
constante (1−θ ) de ajustar los precios en el período t y una correspondiente
probabilidad constante θ de mantener los precios invariantes.
∞
pt = (1 − θ ) ∑ θ j p*t − j = θ pt −1 + (1 − θ ) pt*
(2)
j =0
Esto implica que el nivel de precios en t es una combinación convexa de los
* , y los precios óptiprecios óptimamente establecidos en períodos previos, pt-j
*
mamente establecidos en t, pt, de acuerdo a:
∞
{
pt* = (1 − βθ ) ∑ ( βθ ) Et mct + j
j
j =0
}
(3)
que supone que las firmas son idénticas y seleccionan el mismo pt* conforme a
sus costos marginales esperados para futuros períodos, mct+j, descontados al
factor de descuento subjetivo β.
Combinando (2) y (3), se puede escribir una ecuación para la inflación del siguiente
modo:
π t = λ mct + β Et π t +1
(4)
donde π t = pt − pt −1 y λ = (1 - θ ) (1 − βθ ) / θ .
Galí y Gertler (1999) introducen rezagos de la inflación en el modelo de Calvo
(1983) para la determinación de los precios y usan la participación del ingreso
laboral en el ingreso total como medida de los costos marginales en lugar de la
brecha del producto como sugería la literatura teórica. Ellos suponen que mientras
una fracción de las firmas (1−ω), que ajusta precios en t, sigue el comportamiento
optimizador descripto por (3), una proporción ω usa una regla del pulgar basada
en precios pasados para ajustar los precios en t. Entonces los precios ajustados
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*
en t, ahora denotados como pt son establecidos conforme a:
pt* = (1 − ω ) ptf + ω ptb
(5)
La fracción (1 − ω) de las firmas se comportan de acuerdo a (3):
∞
{
ptf = (1 − βθ ) ∑ ( βθ ) Et mct + j
j
j =0
}
(3’)
donde p tf son los precios determinados conforme a (3) y la fracción ω se comporta
siguiendo la siguiente regla:
ptb = pt*−1 + π t −1
(6)
donde p bt son los precios ajustados siguiendo una regla basada en el comportamiento pasado de los precios.
Combinando las ecuaciones (2), (5), (3’) y (6) se obtiene una curva de Phillips
híbrida:
π t = λ mct + γ f Et {π t +1 } + γ bπ t −1
(7)
donde:
λ ≡ (1 − ω ) (1 − θ ) (1 − βθ )φ −1 ,
γ f ≡ βθφ −1 ,
(7’)
γ b ≡ ωφ −1 ,
con:
φ ≡ θ + ω ⎡⎣1 − θ (1 − β ) ⎤⎦
(7’’)
En este trabajo adaptamos la especificación de Galí y Gertler al caso de una
economía abierta pequeña. Como señaló Svensson (1998), cambios en el tipo
de cambio nominal y en los precios externos tienen un efecto directo sobre la
inflación doméstica. Adicionalmente, el tipo de cambio nominal, por ser el precio
de un activo, es una variable que refleja expectativas sobre el futuro y contribuye
a que las expectativas jueguen un rol esencial en la formación de los precios
domésticos.
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Teniendo en cuenta lo anteriormente descripto, estimamos una versión de economía abierta de la “curva de Phillips híbrida neokeynesiana” que modifica la
ecuación (1) en dos direcciones: (i) introduciendo la devaluación nominal y la
inflación externa y (ii) usando una medida de la brecha del producto como proxy
de los costos marginales en lugar de la participación del ingreso laboral en el
ingreso total.
De allí que la especificación de nuestra ecuación sea la siguiente:
π t = φ1π t −1 + φ2 Et (π t +1 ) + γπ t* + λΔet + δ xt + ε t
(8)
donde πt es la inflación doméstica, medida por el cambio en el logaritmo del Índice
de Precios al Consumidor; Et (πt+1) representa las expectativas de inflación
para t+1 al momento t; π t* es la inflación externa, medida por el cambio en el
logaritmo del Índice de Precios al Productor de Estados Unidos; Δet es la devaluación nominal, calculada como el cambio en el logaritmo del tipo de cambio
nominal; y xt es la brecha del producto.1
Teniendo en cuenta los desarrollos recientes en la literatura teórica (Blake y
Fernández-Corugedo, 2006; Ascari y Ropele, 2007 y Kiley, 2007) y el quiebre que
se produjo con la crisis de 2002, evaluamos la estabilidad de los parámetros de
la curva de Phillips. En línea con las predicciones de esta literatura, que sugiere
que una mayor tendencia de la inflación conduce a disminuir el impacto de la
brecha del producto sobre la inflación y a incrementar el impacto de las expectativas
sobre la inflación corriente, evaluamos la constancia de los coeficientes estimados
para los componentes forward looking y rezagado de la inflación y para la brecha
del producto.
III. La metodología de estimación
En un contexto de expectativas racionales, se supone que los agentes económicos
utilizan la información presente y pasada disponible de manera eficiente. En tér-
1
La inflación se calcula en base al Índice de Precios al Consumidor cuya fuente es INDEC. Las expectativas
de inflación son aproximadas con la inflación observada en t+1. El tipo de cambio nominal corresponde al
tipo de cambio multilateral con los tres principales socios comerciales de Argentina: Brasil, Estados Unidos
y la Unión Europea. La brecha del producto se calcula siguiendo la metodología de la Función de Producción
(ver Elosegui et al.).
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minos de la ecuación (8) esto implica que el error de pronóstico de la inflación
futura (πt+1) no está correlacionado con el conjunto de información zt disponible
al momento t, es decir:
{(
) }
E π t − φ1 π t −1 − φ2 π t +1 − γ π t* − λ Δ et − δ xt zt = 0
(9)
donde zt es un vector de variables (instrumentos) correspondientes al momento
t y a períodos previos. Una manera natural de estimar la ecuación (1) es usar el
Método Generalizado de Momentos (GMM) desarrollado por Hansen (1982), el
cual es una generalización del Método de Momentos. A continuación presentamos
una breve descripción del Método Generalizado de Momentos y de su uso para
estimar modelos de series de tiempo. Es importante enfatizar las dos principales
ventajas de la estimación por GMM: (i) no requiere la imposición de una determinada distribución de probabilidades a las variables y (ii) es consistente con la
presencia de agentes económicos que tienen un comportamiento optimizador
de manera intertemporal.
Supongamos que tenemos un conjunto de observaciones de una variable aleatoria
y, cuya función de probabilidad depende de un vector de k parámetros desconocidos denotados por θ. Luego podemos definir:
(
)
E g ( yt ,θ ) = 0 para θ = θ 0
(10)
como un vector de condiciones de momentos de y.
La contrapartida muestral de la condición de momentos poblacional es:
∑ g ( yt ,θ )
T
gT (θ ) = t =1
(11)
T
Si el número de condiciones de momentos es igual al número de parámetros a
estimar, a=k, tenemos un sistema de k ecuaciones y k incógnitas, que está perfectamente identificado.
El estimador del Método de Momentos θ̂ puede definirse como aquel que iguala
el momento muestral al momento poblacional:
∑ g ( yt ,θˆ )
T
()
gt θˆ = t =1
42 |
T
=0
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Si el número de condiciones de momentos excede al número de parámetros a
estimar, a>k, el sistema está sobreidentificado, dado que no existe un único θˆ
que satisfaga (12). El Método Generalizado de Momentos propone usar θˆ :
θˆGMM ≡ arg min gt (θ )′ CT gt (θ )
(13)
donde CT es una matriz simétrica definida positiva, conocida como “matriz de
ponderación” que pondera las condiciones de momentos de manera de resolver
(13).
Hansen (1982) propone un método para seleccionar óptimamente CT, que consiste
en obtener el θˆ con la varianza mínima asintótica:
p
CT →∂E ⎡⎢ gT (θ 0 ) gT (θ 0 )′ ⎤⎥
⎣
⎦
donde ∂ es constante.
Hansen muestra que siendo S:
S = lim T .E ⎡⎢ gT (θ 0 ) gT (θ 0 )′ ⎤⎥
T →∞
⎣
⎦
el valor óptimo de la matriz CT viene dado por S-1, la inversa de la matriz de varianzas y covarianzas asintótica. El estimador de mínima varianza de θ sería el θˆ
que minimiza:
Q (θ ) = ⎡⎣ gT (θ ) ⎤⎦′ S −1 ⎡⎣ gT (θ ) ⎤⎦
( )
no presenta correlación serial, θˆ es un estimador con-
() ()
(15)
Suponiendo que gT θ 0
sistente de θ0.
T
′ p
Sˆ ≡ (1 / T ) ∑ gt θˆ gt θˆ → S
t =1
(14)
La estimación de Ŝ requiere una estimación previa de θˆ. Sustituyendo CT en
(13) por la matriz identidad I, se obtiene una estimación inicial de θˆ usada en
−1
−1
(15) para obtener una Ŝ0 inicial. La expresión (14) se minimiza usando S = Sˆ0 ,
para obtener una nueva estimación de θˆ. El proceso debe repetirse hasta que
θˆ j ≅ θˆ j +1 .
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( )
Si el vector gT θ 0
especificación:
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presenta correlación serial, la matriz Ŝ tendrá la siguiente
(16)
donde:
es la matriz de covarianzas consistente a heterocedasticidad de White y:
describe las autocovarianzas y k(j,q) es un kernel.
La matriz Ω̂HAC es conocida como la Matriz de Covarianzas Consistente con Heteroscedasticidad y Autocorrelación (HAC). La estimación de Ω̂HAC requiere la especificación de un kernel, utilizado para ponderar las covarianzas de manera que
Ω̂HAC sea semi-definida positiva y un bandwidth, que es un parámetro para truncar
los rezagos de las autocovarianzas.
Dos clases de kernel son comúnmente utilizados en la estimación de Ω̂HAC, Barlett
y quadratic spectral.2
Con respecto a la selección del bandwidth, se han desarrollado diferentes métodos.
El programa econométrico E-Views provee tres métodos: Newey-West Fijo, NeweyWest Variable (1994) y Andrews (1991).
El uso del estimador de GMM implica que el número de condiciones de ortogonalidad excede el número de parámetros a estimar, por lo cual el modelo está
sobreidentificado, dado que un mayor número de condiciones de ortogonalidad
que las necesarias son utilizadas para la estimación de los parámetros. Hansen
(1982) sugiere un test para evaluar si todos los momentos muestrales son cercanos a cero como se esperaría si los correspondientes momentos poblacionales
fueran cero.
2
44 |
Ver “E-Views User’s Guide” para las formas funcionales específicas (pp. 498, 499).
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El test de Hansen sobre restricciones de sobreidentificación puede implementarse
utilizando el Estadístico - J reportado en E-Views de modo de construir el siguiente
estadístico:
.
donde p representa el número de condiciones de ortogonalidad y q el número
de parámetros a estimar.
IV. Resultados empíricos
IV.1. El contexto argentino: un breve análisis descriptivo
Estimamos la ecuación (8) para el período 1993:1-2007:12, utilizando información
mensual. Este período incluye dos regímenes cambiarios y monetarios muy
diferentes: un régimen de caja de conversión, conocido como Convertibilidad,
vigente entre 1993 y 2001, y una flotación administrada desde 2002 en adelante.
La Convertibilidad fue un exitoso intento por anclar las expectativas de inflación
fijando por ley el peso al dólar. En 1993 la inflación se estabilizó en niveles muy
bajos (ver Gráfico 1). Si bien este cambio fue percibido como permanente y la
inflación permaneció baja, las reformas fiscales no se completaron. El financiamiento monetario de los desequilibrios fiscales fue reemplazado por financiamiento
externo. La deuda externa pública y privada se incrementó con el paso del tiempo
y comenzó a percibirse como no sostenible cuando la economía entró en una
larga recesión en 1998. Hubo inclusive un período de deflación durante esta
prolongada recesión. En 2001 se desencadenó una crisis externa y financiera
que condujo al abandono del régimen de Convertibilidad, a una fuerte devaluación
del peso y a la adopción de una flotación administrada. La devaluación del peso
provocó un cambio dramático en los precios relativos y un salto en la tasa de
inflación doméstica, que alcanzó un pico en abril de 2002. Luego, la tasa de
inflación retornó a niveles cercanos a los de la Convertibilidad, aunque hacia
finales de 2004 comenzó a acelerarse levemente cuando la economía entró en
un período de fuerte crecimiento posterior a la prolongada recesión en la que
había estado inmersa durante años.
La evidencia empírica reciente indica la presencia de un cambio estructural en
el año 2002. D’Amato, Garegnani y Sotes Paladino (2007) encuentran que tanto
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Gráfico 1 / Inflación mensual: 1993-2007
0,10
0,08
0,06
0,04
0,02
0,00
- 0,02
1994
1996
1998
2000
2002
2004
2006
la media como el componente autorregresivo de la inflación experimentaron un
quiebre desde enero de 2002. En particular, la inflación se hizo un proceso más
persistente, con una tendencia levemente creciente. Como mencionamos anteriormente, la literatura reciente sobre inflación sugiere que la curva de Phillips
no es neutral a cambios en la inflación de tendencia, de allí que sea probable
que la relación entre la inflación y sus regresores haya cambiado con el comienzo
del nuevo régimen. Para brindar una intuición gráfica de la relación entre la inflación
y sus determinantes, en los Gráficos 2 y 3 se presentan diagramas de dispersión
entre la inflación doméstica y sus determinantes para los dos regímenes: convertibilidad y poscrisis (el régimen de flotación administrada). Los diagramas de
dispersión muestran que, como sugiere la teoría, existe una relación positiva entre
la inflación doméstica y sus regresores, excepto en el caso de la devaluación
nominal para el período de la Convertibilidad. El diagrama de dispersión de la
inflación doméstica y la devaluación nominal para este período muestra que los
valores inusuales correspondientes a las devaluaciones de Brasil de 1994 y
1999 fuerzan a esta relación a tornarse negativa.
Este análisis gráfico es una primera aproximación a los datos de nuestro país.
Como la nueva literatura sobre inflación de tendencia sugiere, un mayor valor
medio de inflación para el período postdevaluación podría debilitar la relación
entre la inflación y la brecha del producto y transformaría a la curva de Phillips
en más forward-looking. Este análisis descriptivo no nos permite evaluar la
presencia de cambios en las relaciones entre las variables a lo largo de los
dos subperíodos. Para poder evaluar la presencia de un cambio de régimen
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ESTIMANDO UNA CURVA DE PHILLIPS HÍBRIDA NEOKEYNESIANA PARA ARGENTINA (1993- 2007)
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Gráfico 2 / Diagramas de Dispersión: inflación doméstica y sus
determinantes (1993-2001)
(a) Inflación Doméstica y Externa
.012
.008
Inflación externa
.004
.000
-.004
-.008
-.012
-.016
-.010
-.005
.000
.005
.010
.015
Inflación doméstica
(b) Inflación Doméstica y Devaluación Nominal
0,05
Devaluación nominal
0,00
- 0,05
- 0,10
- 0,15
- 0,010
- 0,005
0,000
0,005
0,010
0,015
Inflación doméstica
(c) Inflación Doméstica y Brecha del Producto
0,10
Brecha de producto
0,05
0,00
- 0,05
- 0,10
- 0,15
- 0,20
- 0,010
- 0,005
0,000
0,005
0,010
0,015
Inflación doméstica
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Gráfico 3 / Diagramas de Dispersión: inflación doméstica y sus
determinantes (2003-2007)
(a) Inflación Doméstica y Externa
0,04
Inflación externa
0,03
0,02
0,01
0,00
-0,01
-0,02
- 0,005
0,000
0,005
0,010
0,015
0,020
Inflación doméstica
(b) Inflación Doméstica y Devaluación Nominal
0,08
Devaluación nominal
0,04
0,00
-0,04
-0,08
-0,12
-0,16
-0,005
0,000
0,005
0,010
0,015
0,020
Inflación doméstica
(c) Inflación Doméstica y Brecha del Producto
0,08
Brecha del producto
0,04
0,00
-0,04
-0,08
-0,12
-0,16
-0,005
0,000
0,005
0,010
0,015
0,020
Inflación doméstica
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se requiere estudiar el problema en un contexto multivariado. En la siguiente
sección desarrollamos este tipo de análisis a través de la estimación de una
curva de Phillips.
IV.2. Resultados de la estimación
En el contexto previamente descripto, estimamos una forma reducida de la “curva
de Phillips híbrida neokeynesiana” derivada de la ecuación (8), que provee información relevante sobre la dinámica de la inflación. Como consideramos el período
completo, se introducen variables dummy para controlar por la crisis del año 2002.
Se evalúa la verticalidad de la curva de Phillips en el largo plazo, en lugar de
imponerla como se suele hacer en la literatura, especificando (8) del siguiente
modo:
π t = φ1π t −1 + φ2 Et (π t +1 ) + γπ t* + λΔet + δ xt + ε t
(8’)
Estimamos la ecuación (8’) usando GMM para el período 1993:1 - 2007:12. Utilizamos como instrumentos un máximo de 12 rezagos de las variables. Para
evaluar la robustez de nuestros resultados efectuamos varias estimaciones de
(8’) utilizando diferentes especificaciones de la matriz de ponderación Ω̂ HAC
descripta en la sección III. Como puede observarse en la Tabla 1 las estimaciones
Tabla 1 / Resultados de la estimación
Estimaciones por
Newey-West
GMM
Fijo (4)
Error Estd.
Error Estd.
Error Estd.
Error Estd.
Andrews (4,55)
Newey-West
Variable (4)
0,65116
0,63783
0,67572
0,04998
0,05423
0,04309
0,13492
0,14189
0,12777
0,04010
0,04196
0,03701
0,01086
0,01096
0,01023
0,00279
0,00280
0,00255
0,18577
0,19009
0,18913
0,05619
0,05893
0,04772
0,02802
0,02715
0,02743
Error Estd.
0,00991
0,01034
0,00935
Estadístico-J
0,11916
0,12337
0,11212
*Estos coeficientes corresponden al primer rezago de cada una de las variables.
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son bastante robustas a cambios en la especificación de la matriz Ω̂ HAC. Los tests
de restricciones de sobreidentificación, aplicados a cada estimación, confirman
que los instrumentos son válidos en todos los casos.
Un primer resultado a resaltar es que el componente forward-looking es significativo
para la formación de precios. El componente backward-looking es también relevante, pero el peso relativo de ambos componentes, que se observa a través de
los valores estimados de φ1 y φ 2, indica una mayor participación del componente
backward-looking en la formación de precios domésticos.3 También se evaluó la
validez de imponer verticalidad de la curva en el largo plazo, y los tests que se
presentan en la Tabla 2 indican que no se puede rechazar la hipótesis nula de
verticalidad en el largo plazo.
Tabla 2 / Evaluación de verticalidad en el largo plazo
Restricciones Lineales
Estadístico
Valor
g.l.
Probabilidad
0,000007
(1,158)
0,9979
0,0032
(1,158)
0,9548
0,2294
(1,158)
0,6326
Newey-West Fijo
Estadístico F
Andrews
Estadístico F
Newey-West Variable
Estadístico F
Dado que estamos extendiendo el modelo al caso de una economía abierta
pequeña, es interesante resaltar que tanto la inflación externa como la devaluación nominal tienen un impacto significativo en la inflación doméstica. Mientras
que la respuesta de la inflación doméstica a variaciones en la inflación externa
es de alrededor 0,19, su respuesta a la devaluación nominal, aunque significativa,
es más débil y de alrededor de 0,03. Estos resultados podrían sonar un tanto
contraintuitivos porque se esperaría que la devaluación nominal tuviese un
efecto más significativo en la inflación doméstica de una economía abierta
pequeña donde los bienes transables se supone que representan una porción
relevante del producto y del consumo domésticos. Una posible explicación para
3
Evaluamos la igualdad del efecto de ambos componentes backward y forward-looking y la hipótesis resultó
rechazada por el test de Wald a los niveles tradicionales de significatividad (p-valor: 0,0000).
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estos resultados sería que si bien estamos considerando un tipo de cambio multilateral, el alto peso relativo del dólar en esta canasta llevaría a que el tipo de
cambio nominal tenga baja variabilidad durante el período de la Convertibilidad,
salte después de la devaluación de enero de 2002 y permanezca estable después
de unos pocos meses de alta volatilidad. Por lo cual la débil respuesta de la
inflación doméstica a la devaluación nominal es consistente con el hecho de
que la muestra corresponde a períodos en los que el tipo de cambio nominal
se ha fijado contra el dólar o ha estado administrado. Es importante notar que
la respuesta diferente de la inflación doméstica a la devaluación nominal y a
la inflación externa no permitiría imponer los mismos coeficientes a ambas variables, como usualmente se efectúa en la literatura empírica. Encontramos también
una respuesta débil de la inflación doméstica a cambios en la brecha del producto.
Este resultado es frecuente en la literatura empírica sobre dinámica de la inflación
en el corto plazo.
Los resultados sugieren que una representación híbrida de la “curva de Phillips
neokeynesiana” podría describir adecuadamente la dinámica de la inflación en
Argentina durante el período 1993-2007. Las estimaciones indican que ambos
componentes, forward y backward-looking, son significativos para las decisiones
de formación de precios. También encontramos fuerte evidencia de verticalidad
de la curva en el largo plazo.
En la próxima sección investigaremos la presencia de un cambio estructural en
el año 2002 cuando se produjo el abandono del régimen de Convertibilidad y la
adopción de una flotación administrada.
V. Cambio en la tendencia de la inflación y estabilidad de los parámetros
Los desarrollos recientes en la modelación de la dinámica de inflación (Blake y
Fernández-Corugedo, 2006; Ascari y Ropele, 2007; y Kiley, 2007) extienden la
versión estándar de la curva de Phillips neokeynesiana, que supone una inflación
de tendencia igual a cero en el estado estacionario, permitiendo una valor
medio no nulo de la inflación. En este contexto la media no nula afecta la dinámica
del modelo neokeynesiano estándar dado que la inflación se ve menos influenciada por los costos marginales, y ello hace que el coeficiente de la brecha del
producto disminuya. Al mismo tiempo la dinámica inflacionaria se vuelve más
forward-looking. Una inflación media diferente de cero a su vez se condice con
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un comportamiento autorregresivo más fuerte, haciendo de la inflación un proceso
más persistente. En el caso de la evidencia empírica para Argentina, D’Amato,
Garegnani y Sotes Paladino (2007) identificaron cambios tanto en la inflación
de tendencia como en la persistencia de la inflación en el período 1993-2007,
que parecerían estar asociados a la introducción del nuevo régimen monetario.
Dados estos resultados y el hecho de que el período completo de análisis 19932007 incluye un régimen de tipo de cambio fijo con el dólar, entre 1991 y 2001,
la crisis del año 2002 y una flotación administrada desde entonces, consideramos
de gran relevancia evaluar la constancia de los parámetros estimados para los
períodos 1993-2001 y 2003-2007, dejando fuera de la muestra la crisis del año
2002.
Para analizar la estabilidad de los parámetros del modelo, un test de Wald (propuesto por Andrews y Fair, 1988) es utilizado (véase también Hamilton, 1994).
Bajo la hipótesis nula, el estadístico tiene la forma chi-cuadrado y evalúa la
hipótesis, H0 : φ1 = φ 2 donde φ1 (φ 2) es un vector de parámetros (qx1) que caracteriza las primeras T1 (las últimas T2) observaciones.
){
(
−1
′
λT = T θˆ1,T1 − θˆ2 ,T2 π −1Vˆ1,T1 + (1 − π ) Vˆ2 ,T2
} (θˆ
−1
1,T1
)
− θˆ2 ,T2 ~ χ 2 ( q )
donde π es la proporción de observaciones contenida en la primera submuestra
(
)
T1 / T ; θˆ1,T 1 θˆ2 ,T 2 es el vector de parámetros estimados con las primeras T1
(las últimas T2) observaciones; y Vˆ Vˆ
es la matriz de covarianzas de los
1,T1
( )
2 ,T2
coeficientes estimados con las primeras T1 (las últimas T2) observaciones.
El test requiere la definición de un punto de quiebre y, en este trabajo, el
mismo fue determinado de manera tal que el segundo período comience en
enero de 2003, excluyendo las observaciones atípicas correspondientes a la
crisis del año 2002. Los resultados para las dos submuestras son presentados
en la Tabla 3.
La constancia de los parámetros a lo largo de las dos submuestras es claramente
rechazada. Los cambios en los parámetros estimados confirman las predicciones
de la literatura reciente sobre la dinámica de la inflación: la curva de Phillips se
transforma en más forward-looking y el efecto de la brecha del producto sobre
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Tabla 3 / Test de Wald para estabilidad de los parámetros
Estimaciones por
1993:1-2001:12
2003:1-2007:12
0,25324
0,50256
0,06103
0,01885
0,09872
0,22665
0,04545
0,02808
0,01737
0,00708
0,00380
0,00089
0,10689
0,07113
0,05485
0,01685
0,06283
0,05965
0,01285
0,00540
GMM
Error Estd.
Error Estd.
Error Estd.
Error Estd.
Error Estd.
λT = 2834,1 (5)
la inflación disminuye. Comparando estos resultados con los obtenidos para la
muestra completa, podemos concluir que los resultados para toda la muestra
estarían dominados por la dinámica de la inflación en la postdevaluación (es decir,
los resultados del período 2003-2007). Estos resultados sugieren la conveniencia
de comenzar la estimación en el año 2003, una vez que se cuente con el suficiente
número de observaciones.
VI. Conclusiones
La modelación empírica de la dinámica de corto plazo de la inflación supone un
comportamiento optimizador por parte de firmas no competitivas. La relevancia
de una dinámica persistente en la inflación conduce a introducir rezagos en estos
modelos, asumiendo que una porción de las firmas sigue una regla de ajuste de
precios backward-looking. El modelo resultante se conoce como “curva de Phillips
híbrida neokeynesiana”. En este trabajo estimamos una “curva de Phillips híbrida
neokeynesiana” para Argentina durante el período 1993-2007, utilizando el Método
Generalizado de Momentos y evaluamos la estabilidad de los parámetros, dado
el cambio de régimen del año 2002. Extendemos el modelo al caso de una economía
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abierta pequeña, considerando separadamente la influencia de la devaluación
nominal y la inflación externa sobre los precios domésticos. Para el período completo, encontramos que ambos componentes, forward y backward looking son
relevantes para explicar la dinámica de los precios domésticos, siendo el peso
relativo del componente backward mayor para la determinación de la dinámica
de la inflación. La devaluación nominal y la inflación externa son también significativas para explicar el comportamiento de la inflación doméstica, siendo la respuesta de la inflación a la inflación externa más fuerte. La brecha del producto
tiene un efecto significativo aunque débil en la inflación doméstica. No podemos
rechazar la hipótesis de verticalidad de la curva de Phillips en el largo plazo.
Cuando evaluamos la estabilidad de los parámetros, encontramos que, en línea
con la literatura teórica reciente, existen diferencias significativas en los parámetros
estimados para la Convertibilidad y la flotación administrada. Cuando la inflación
de tendencia se incrementa, la influencia de la brecha del producto sobre los
precios domésticos se debilita y la inflación responde más fuertemente a las
expectativas sobre el futuro.
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